阿力米熱·艾爾肯，夏文浩，霍瑜

（塔里木大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，新疆 阿拉爾 843300）

目前，我國(guó)農(nóng)村土地規(guī)?；?jīng)營(yíng)已成為提高農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平和保障糧食生產(chǎn)安全的焦點(diǎn)性問(wèn)題，在此基礎(chǔ)上，黨的十八大提出了“著力構(gòu)建集約化、專業(yè)化、組織化和社會(huì)化相結(jié)合的新型農(nóng)業(yè)體系”，為我國(guó)的農(nóng)業(yè)發(fā)展提供了思路及對(duì)策，鼓勵(lì)農(nóng)戶與新型經(jīng)營(yíng)組織建立緊密的利益聯(lián)結(jié)關(guān)系，發(fā)揮該組織對(duì)農(nóng)戶適度規(guī)模生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的引領(lǐng)作用[1]。農(nóng)機(jī)合作社作為農(nóng)村新型經(jīng)營(yíng)組織的典型代表，可以將分散的小農(nóng)戶整合以降低生產(chǎn)和交易成本，提高經(jīng)濟(jì)收入，助推農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展[2]，而在我國(guó)農(nóng)戶參與合作社意愿、參與程度均較低，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、基層民主治理為增強(qiáng)棉農(nóng)參與合作社行為和促進(jìn)棉農(nóng)參與合作社行為提供了重要思路[3，4]。國(guó)外學(xué)者已經(jīng)對(duì)農(nóng)戶參與合作社行為有了比較詳細(xì)的研究，Karli 等[5]利用隨機(jī)效應(yīng)模型分析了土耳其農(nóng)戶參與合作社行為的影響因素，認(rèn)為農(nóng)戶的年齡、受教育程度、信息獲取能力、種植規(guī)模以及新技術(shù)采納能力是主要因素；Coleman[6]認(rèn)為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)有利于農(nóng)戶獲取自身所需的信息，降低決策中的不確定性，促進(jìn)農(nóng)戶的集體參與。隨著我國(guó)合作社的不斷發(fā)展與壯大，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)農(nóng)戶參與合作社行為的也進(jìn)行了深入研究，鐘穎琦等[7]基于擴(kuò)展的計(jì)劃行為理論分析了農(nóng)戶參與合作社意愿和行為的影響因素，認(rèn)為行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺(jué)行為控制顯著影響農(nóng)戶參與合作社的意愿，但農(nóng)戶是否加入合作社取決于農(nóng)戶的行為態(tài)度以及合作社在降低生產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)中的作用，農(nóng)戶對(duì)合作社的認(rèn)知與其是否加入合作社呈負(fù)相關(guān)關(guān)系；李進(jìn)潔[8]認(rèn)為，農(nóng)民合作社的發(fā)展不僅受制于農(nóng)戶資源稟賦的差異，而且受制于村域社會(huì)資本的含量，為提高農(nóng)戶參與率，應(yīng)該重視農(nóng)村社區(qū)建設(shè)，增加村域社會(huì)資本含量，增進(jìn)人際互動(dòng)與交往。通過(guò)上述分析發(fā)現(xiàn)，甚少學(xué)者對(duì)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與農(nóng)民農(nóng)機(jī)合作社參與行為的相關(guān)研究進(jìn)行研究，基層民主治理與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶農(nóng)機(jī)合作社參與行為這方面的相關(guān)研究還缺乏實(shí)證依據(jù)。基于此，運(yùn)用理論分析與實(shí)證分析相結(jié)合的方法，在理清社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、基層民主治理、行為、合作社概念的基礎(chǔ)上，以社會(huì)網(wǎng)絡(luò)理論、計(jì)劃行為理論、民主治理理論等相關(guān)理論為指導(dǎo)，采用Probit 回歸模型，從基層民主治理、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、個(gè)體特征、家庭特征、外部特征等視角出發(fā)，重點(diǎn)分析的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、基層民主治理對(duì)棉農(nóng)參與農(nóng)機(jī)合作社行為的影響，并在此基礎(chǔ)上分析社會(huì)網(wǎng)絡(luò)及基層民主治理對(duì)不同棉農(nóng)群體參與合作社行為影響的差異。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 基層民主治理、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)及農(nóng)機(jī)合作社概念界定

農(nóng)戶是在農(nóng)村特定的環(huán)境下進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)的基本單位[9]。農(nóng)機(jī)合作社也叫農(nóng)機(jī)專業(yè)合作社，是以農(nóng)機(jī)服務(wù)為主的農(nóng)民專業(yè)合作社。以服務(wù)社員為宗旨，遵循入社自愿、退社自由的原則，為合作社成員及其他個(gè)人或團(tuán)體服務(wù)的組織[10]。基層民主治理是在1978 年頒布的《中華人民共和國(guó)村民委員會(huì)組織法（試行）》中出現(xiàn)的，“基層”這個(gè)概念是從黨的系統(tǒng)漸漸延伸到國(guó)家政權(quán)體系中，最后延伸到城市和鄉(xiāng)村最底層[11]。蔣英州[12]認(rèn)為，可以將實(shí)現(xiàn)國(guó)家政策的信息透明和信息對(duì)稱作為促進(jìn)基層民主建設(shè)和鄉(xiāng)村治理現(xiàn)代化的切入點(diǎn)；張正巖等[13]認(rèn)為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)一般指社會(huì)成員間通過(guò)互動(dòng)形成的穩(wěn)定的非正式社會(huì)制度。對(duì)基層民主治理與農(nóng)村社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶農(nóng)機(jī)合作社參與行為進(jìn)行研究，以農(nóng)戶或農(nóng)業(yè)組織為節(jié)點(diǎn)，由血緣、親緣、業(yè)緣、地緣等親疏遠(yuǎn)近關(guān)系構(gòu)筑的非正式關(guān)系網(wǎng)絡(luò)[14]。

1.2 基層民治理對(duì)農(nóng)戶農(nóng)機(jī)合作社參與行為的影響

1978 年后，隨著家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制的興起，生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)單位不再是生產(chǎn)隊(duì)和公社，造成了公社制度的松弛及農(nóng)村社會(huì)的治理“真空”。在這背景下村民自治制度逐步走上了歷史舞臺(tái)[15]。近年來(lái)隨著新疆經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展，基層民主治理也逐步有所成效，不僅激發(fā)了村民自治的活力，還有效地發(fā)揮起了自治能力[16]。然而我國(guó)的基層民主主要表現(xiàn)以下3 個(gè)方面：以村民委員會(huì)為組織形態(tài)的農(nóng)村村民自治，以社區(qū)居民委員會(huì)為組織形態(tài)的城市居民自治，以職工代表大會(huì)為組織依托的企事業(yè)單位的職工自治[17]。村民委員會(huì)為組織形態(tài)的農(nóng)村村民自治，農(nóng)戶的民主決策、民主監(jiān)督在農(nóng)民生產(chǎn)生活、民主決策中發(fā)揮著重要作用[18]。隨著農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化熱潮不斷上升，農(nóng)民對(duì)農(nóng)機(jī)的需求也隨之提升，對(duì)于小農(nóng)而言，參與農(nóng)機(jī)合作社是最優(yōu)的選擇。因此提出假設(shè)H1：基層民主治理對(duì)農(nóng)戶農(nóng)機(jī)合作社參與行為有正向影響。

1.3 社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶農(nóng)機(jī)合作社參與行為的影響

農(nóng)戶的知識(shí)儲(chǔ)備有限，對(duì)新技術(shù)存在認(rèn)知偏差，其決策在很大程度上依賴于傳統(tǒng)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)習(xí)慣[19]。然而社會(huì)網(wǎng)絡(luò)能夠進(jìn)行互動(dòng)學(xué)習(xí)，交流技術(shù)采納成效，可以有效緩解農(nóng)戶的信息約束，既能降低技術(shù)學(xué)習(xí)與使用的成本，又能加速農(nóng)戶對(duì)技術(shù)的采用進(jìn)程[20]。Bandiera 等[21]認(rèn)為，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與農(nóng)戶技術(shù)采用之間呈正相關(guān)關(guān)系；Ira 等[22]認(rèn)為，農(nóng)戶的個(gè)體社交網(wǎng)絡(luò)在農(nóng)業(yè)技術(shù)采用決策中發(fā)揮著重要的作用；Kazushi 等[23]認(rèn)為，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)是比傳統(tǒng)的公共部門推廣新技術(shù)更為有效的擴(kuò)展系統(tǒng)。社交網(wǎng)絡(luò)是在農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中起著關(guān)鍵性的作用。因此提出假設(shè)H2：社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶農(nóng)機(jī)合作社參與行為有正向影響。

1.4 個(gè)人稟賦對(duì)農(nóng)戶農(nóng)機(jī)噢合作社參與行為的影響

個(gè)人稟賦是指先天所擁有的能力和資源（如年齡、性別等）、后天積累的各種能力與資源（如受教育程度等）[24]。之所以把受教育程度歸為后天稟賦，基于農(nóng)戶在不同教育層次階段對(duì)事物的認(rèn)知度不同。因此提出假設(shè)H3：農(nóng)戶個(gè)人稟賦對(duì)農(nóng)機(jī)合作社參與行為有正向的影響。

1.5 家庭稟賦對(duì)農(nóng)戶農(nóng)機(jī)合作社參與行為的影響

石智雷等[25]將家庭稟賦定義為家庭及其成員天生具備以及后天獲得的資源與能力，具體劃分為經(jīng)濟(jì)資本、人力資本、社會(huì)資本和自然資本4 個(gè)維度。根據(jù)研究區(qū)域農(nóng)戶的特點(diǎn)，選擇農(nóng)戶家庭的務(wù)農(nóng)人口數(shù)、家庭總收入、土地規(guī)模及家庭農(nóng)場(chǎng)經(jīng)營(yíng)。由于農(nóng)村地理分布形成的小規(guī)模集團(tuán)和“熟人社會(huì)”特征，使其成為分析異質(zhì)性對(duì)集體行動(dòng)影響效應(yīng)的“天然”案例[26]。以家庭為主的聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制是我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的基本經(jīng)營(yíng)形式，農(nóng)戶行為決策很大程度上受到了家庭因素的影響[27]。研究農(nóng)戶家庭稟賦對(duì)其參與村莊集體行動(dòng)的具體影響可以明晰農(nóng)戶對(duì)自身實(shí)際控制條件的考量過(guò)程。因此提出假設(shè)H4：農(nóng)戶家庭稟賦對(duì)農(nóng)戶農(nóng)機(jī)合作社參與行為有正向的影響。

1.6 外部稟賦對(duì)農(nóng)戶農(nóng)機(jī)合作社參與行為的影響

外部稟賦是指農(nóng)戶的因外部性因素所擁有的的能力和資源（如新農(nóng)醫(yī)療保險(xiǎn)、新農(nóng)社會(huì)保險(xiǎn)、生活滿意度等）[28]。之所以選取新農(nóng)醫(yī)療保險(xiǎn)及新農(nóng)社會(huì)保險(xiǎn)是因?yàn)檗r(nóng)戶在特定的環(huán)境下對(duì)自己生活有一定的需求，農(nóng)戶需求度越高對(duì)生活的滿意度就越低，從而激發(fā)農(nóng)戶追求新事物、新技術(shù)潛力。研究農(nóng)戶外部稟賦對(duì)其參與村集體行動(dòng)具體影響可以清楚農(nóng)戶對(duì)外部條件的考量過(guò)程[29]。因此提出假設(shè)H5：農(nóng)戶外部稟賦對(duì)農(nóng)戶農(nóng)機(jī)合作社參與行為有正向影響。

2 材料與方法

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

2021 年7～8 月，赴新疆和田、喀什、阿克蘇等14 個(gè)地區(qū)，對(duì)從事棉花生產(chǎn)的棉農(nóng)進(jìn)行實(shí)地調(diào)研。發(fā)放調(diào)查問(wèn)卷共計(jì)1 520 份，回收有效問(wèn)卷1 516 份，有效率為99.7%。調(diào)查問(wèn)卷內(nèi)容包括受訪者個(gè)人特征（性別、年齡、文化程度等）、棉農(nóng)家庭特征（務(wù)農(nóng)人口數(shù)、土地規(guī)模、家庭總收入、家庭經(jīng)營(yíng)類型等）、被調(diào)查棉農(nóng)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)情況（鄰里關(guān)系、村干部關(guān)系、親戚村干部任職等）、被調(diào)查棉農(nóng)基層民主治理情況（民主決策、民主監(jiān)督）、被調(diào)查棉農(nóng)參與合作社情況（參與行為、是否參與合作社、未參加合作社的原因等）。

2.2 研究方法

根據(jù)研究?jī)?nèi)容采二元Probit 模型對(duì)農(nóng)村基層民主自治、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與棉農(nóng)農(nóng)機(jī)合作社參與行為進(jìn)行分析。

2.2.1 二元Probit 模型設(shè)定 棉農(nóng)參與農(nóng)機(jī)合作社行為有是（y=1）、否（y=0）2 種決策。影響決策的因素有個(gè)體特征、家庭特征、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)以及基層民主治理等，因此采用Probit 模型估計(jì)。公式如下所示：

其中，y 為是否參與農(nóng)機(jī)合作社的行為，y=1，表示參與農(nóng)機(jī)合作社，y=0，表示不參與農(nóng)機(jī)合作社；x1～xk為影響參與農(nóng)機(jī)合作社行為的因素；β1～βk為待定系數(shù)；β0為常數(shù)項(xiàng)，ε 為相互獨(dú)立且均值為0 的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

根據(jù)研究?jī)?nèi)容，影響棉農(nóng)參與農(nóng)機(jī)合作社行為的因素有基層民主治理、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系、個(gè)人稟賦、家庭稟賦、外部特征。公式如下所示：

其中，yi為農(nóng)民是否參與農(nóng)機(jī)合作社，yi=0 表示不參與，yi=1 表示參與；k 為影響因素的數(shù)量，k∈［1，12］。

yi的分布函數(shù)表示如下所示：

2.3 變量選取

根據(jù)研究?jī)?nèi)容與數(shù)據(jù)的可獲得性原則[30]，將是否合作社參與行為設(shè)為被解釋變量，基層民主治理、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)設(shè)為核心變量，個(gè)人特征、家庭特征和外部特征設(shè)為控制變量（表1）。

表1 變量賦值與描述性統(tǒng)計(jì)Table 1 Variable assignment and descriptive statistics

3 結(jié)果與分析

3.1 描述性分析

受訪者的男女比例為0.85 ∶1，44.8%的受訪者年齡≤30 歲，58.3%的受訪者學(xué)歷水平為初中和高中（中專），86.3%受訪者更低面積≤1.33 hm2，64.3%的受訪者家庭總收入為0～10 萬(wàn)元（表2）。調(diào)研數(shù)據(jù)符合研究區(qū)域的基本情況，研究結(jié)果有意義。

表2 受訪者基本特征概況Table 2 Basic characteristics of respondents

3.2 模型估計(jì)與結(jié)果分析

3.2.1 模型估算 t 檢驗(yàn)結(jié)果（表3）顯示，未參與組和參與組對(duì)棉農(nóng)民主決策均顯著（p＜0.05），說(shuō)明2 組棉農(nóng)在“是否參與農(nóng)機(jī)合作社”問(wèn)題上存在差異，未參與組的民主決策平均值為3.510，明顯高于參與組的民主決策的平均值。

表3 未參與組和參與組的t 檢驗(yàn)Table 3 T-test of non-participating groups and participating groups

3.2.2 結(jié)果分析 Probit 回歸模型分別從基層民主治理、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、個(gè)人特征、家庭特征及外部特征對(duì)農(nóng)機(jī)合作社參與行為的影響進(jìn)行回歸估計(jì)（表4）。

表4 Probit 模型回歸結(jié)果Table 4 Regression results of Probit model

3.2.2.1 基層民主治理對(duì)棉農(nóng)參與農(nóng)機(jī)合作社行為的影響。民主決策在0.01 水平上顯著正向影響棉農(nóng)參與農(nóng)機(jī)合作社的決策，說(shuō)明棉農(nóng)民主決策權(quán)利越高，越能促進(jìn)其參與農(nóng)機(jī)合作社行為的發(fā)生；民主監(jiān)督在0.01 水平上顯著負(fù)向影響棉農(nóng)參與合作社決策，說(shuō)明棉農(nóng)民主監(jiān)督權(quán)利越高，越會(huì)抑制其參與農(nóng)機(jī)合作社行為的發(fā)生。說(shuō)明基層民主治理對(duì)棉農(nóng)參與農(nóng)機(jī)合作社有積極影響，在一定程度上促進(jìn)了棉農(nóng)參與農(nóng)機(jī)合作社行為。

3.2.2.2 社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)棉農(nóng)農(nóng)機(jī)合作社參與行為的影響。親戚村干部任職在0.01 水平上顯著正向影響棉農(nóng)參與農(nóng)機(jī)合作社決策，說(shuō)明對(duì)于棉農(nóng)而言身邊親朋好友任職人越多越能促進(jìn)其參與農(nóng)機(jī)合作社行為的發(fā)生；與鄰里關(guān)系及村干部的關(guān)系在0.01 水平上顯著負(fù)向影響棉農(nóng)參與農(nóng)機(jī)合作社決策，說(shuō)明鄰里關(guān)系及村干部關(guān)系越親密，越抑制棉農(nóng)參與農(nóng)機(jī)合作社行為的發(fā)生。說(shuō)明棉農(nóng)親戚在村里的任職會(huì)促進(jìn)棉農(nóng)參與農(nóng)機(jī)合作社。

3.2.2.3 個(gè)人稟賦對(duì)棉農(nóng)農(nóng)機(jī)合作社參與行為的影響。年齡在0.05 水平顯著上負(fù)向影響棉農(nóng)參與農(nóng)機(jī)合作社的決策，說(shuō)明戶主年齡越大，參與農(nóng)機(jī)合作社的概率越低。

3.2.2.4 家庭稟賦對(duì)棉農(nóng)農(nóng)機(jī)合作社參與行為的影響。家庭總收入在0.01 水平上顯著正向影響棉農(nóng)參與農(nóng)機(jī)合作社行為，說(shuō)明棉農(nóng)收入越高，越能促進(jìn)其參與農(nóng)機(jī)合作社行為發(fā)生；家庭務(wù)農(nóng)人口數(shù)在0.01 水平顯著負(fù)向影響棉農(nóng)參與農(nóng)機(jī)合作社行為，說(shuō)明棉農(nóng)家庭務(wù)農(nóng)人口數(shù)越多，越能抑制其參與農(nóng)機(jī)合作社行為的發(fā)生；家庭農(nóng)場(chǎng)經(jīng)營(yíng)在0.01 水平顯著正向影響棉農(nóng)參與農(nóng)機(jī)合作社行為，說(shuō)明棉農(nóng)所在地的經(jīng)營(yíng)類型決定了棉農(nóng)是否參與農(nóng)機(jī)合作社。家庭農(nóng)場(chǎng)經(jīng)營(yíng)不僅有效激發(fā)了棉農(nóng)對(duì)科學(xué)技術(shù)的需求，而且還能為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)安全提供了穩(wěn)定的勞動(dòng)保障。

3.2.2.5 外部稟賦對(duì)棉農(nóng)農(nóng)機(jī)合作社參與行為的影響。購(gòu)買新農(nóng)醫(yī)療保險(xiǎn)、新農(nóng)社會(huì)保險(xiǎn)在0.01 水平上顯著正向影響棉農(nóng)參與農(nóng)機(jī)合作社行為，說(shuō)明棉農(nóng)購(gòu)買新農(nóng)醫(yī)療保險(xiǎn)、新農(nóng)社會(huì)保險(xiǎn)意愿度越高，越能促進(jìn)其參與農(nóng)機(jī)合作社行為的發(fā)生。生活滿意度在0.01 水平顯著上顯著負(fù)向影響棉農(nóng)參與農(nóng)機(jī)合作社行，說(shuō)明棉農(nóng)對(duì)生活現(xiàn)狀越滿意，越能抑制其參與農(nóng)機(jī)合作社行為的發(fā)生。外部稟賦對(duì)棉農(nóng)農(nóng)機(jī)合作社參與行為還是有促進(jìn)的作用。

4 主要結(jié)論與建議

4.1 主要結(jié)論

基于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)理論、棉農(nóng)行為理論及相關(guān)文獻(xiàn)基礎(chǔ)上，采用Probit 回歸估計(jì)等分析了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、基層民主治理對(duì)棉農(nóng)參與農(nóng)機(jī)合作社的行為影響，得到以下結(jié)論：民主決策、親戚干部任職、家庭總收入、家庭農(nóng)場(chǎng)經(jīng)營(yíng)、新農(nóng)醫(yī)療保險(xiǎn)、新農(nóng)社會(huì)保險(xiǎn)在0.01 水平上顯著正向影響棉農(nóng)參與合作社的行為，民主監(jiān)督、鄰里關(guān)系、村干部關(guān)系、年齡、務(wù)農(nóng)人口數(shù)、生活滿意度在0.01 水平上顯著負(fù)向影響棉農(nóng)參與農(nóng)機(jī)合作社的行為。

4.2 建議

基層政府積極宣傳和引導(dǎo)棉農(nóng)參與農(nóng)機(jī)合作社，重視社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的利用和培育，從而提升參與合作社的意愿；提升棉農(nóng)的文化程度，提高對(duì)合作社認(rèn)知水平。農(nóng)機(jī)合作社要不斷提高其服務(wù)水平，完善管理制度。棉農(nóng)須積極主動(dòng)學(xué)習(xí)，提升自身文化素養(yǎng)，增強(qiáng)其對(duì)政策的理解力，主動(dòng)提高對(duì)農(nóng)機(jī)合作社的認(rèn)知水平。